财政支出竞争、城投债发行与城市经济增长——基于财政支出压力视角

肖 叶

(上海财经大学 公共经济与管理学院，上海 200433)

一、引言及文献综述

十九大报告指出当前我国经济发展已由高速发展阶段步入高质量发展阶段，经济发展不能再像以往那样过度追求经济增长数量，而是要着眼于提高经济增长质量。在这样的背景下，财政政策作为宏观经济调控工具，特别是财政支出竞争作为地方政府吸引经济资源的主要工具之一，在经济转型发展中扮演着越来越重要的角色。1994年的分税制改革虽然解决了中央与地方财政收入分配问题，但并没有改变中央与地方在事权划分方面的格局[1]。这直接导致中央与地方财政支出责任方面日益模糊，集中表现为分税制改革在收入权限上收中央的同时，支出责任却在下移，造成地方政府特别是基层地方政府承担了过多的支出责任，形成了严重的财权与事权不匹配的问题。虽然地方政府只有有限的收入权限，但在支出权限方面却具有较大自主权，地方政府之间的竞争逐渐转向了支出竞争[2]。地方政府为了赢得竞争优势，可以通过调整支出结构来实现经济发展与自身效用最大化，例如通过地方保护与增加基础设施投入来拉动经济增长，从而赢得地方政府之间的竞争优势[3]。此外，在当前GDP绩效考核机制下，地方政府官员为了完成任期内的考核任务，获得更多晋升机会，会选择通过压缩社会性支出，增加能够直接拉动经济增长的基建支出比例的方式来促进地区经济增长。由于基础设施建设对经济增长的带动作用远大于社会性支出，因此通过财政支出竞争流入的资本会被再次投入基础设施建设之中，从而造成产能过剩以及重复建设等问题，对经济增长产生负面效应[4]。那么，我国地方政府之间的财政支出竞争是否真正促进了城市经济增长？财政支出竞争对经济增长的作用机制是什么？其是否在不同的经济发展水平的城市之间存在差异？针对上述问题展开探讨将有助于我们认清财政支出竞争问题的本质，发现其中存在的问题，对经济持续健康发展具有重要的理论与现实意义。

自从Tibout(1956)提出“以足投票”理论以来，学者便对财政支出竞争展开了研究[5]。该理论认为人们在选择居住地时，会考虑居住地的基本公共服务的供给水平，同时地方政府为了吸引人力资本的流入，会尽最大的能力来提供公共产品和服务，正是因为人力资本的流入推动了地区经济增长。Justman、Thisse和Ypersele(2005)认为，公共品和服务的供给水平的提高可以通过财政支出竞争手段来实现，从而间接提高居民满意度与福利水平，促进地区经济增长[6]。在财政收入一定的条件下，财政支出竞争会减少财政收入，因而地方政府会减少不必要的支出，从而提高资金使用效率，促进经济增长[7]。相比国外学者而言，国内学者对财政支出竞争问题研究起步较晚，张军等(2007)指出财政支出竞争可以通过提供优良的公共品和服务，吸引人力资本的流入，从而推动经济增长[8]。李涛、周业安(2008)通过省级面板数据研究发现，其他地区的总财政支出或科教文卫支出能促进本地区经济增长，而其他地区基建支出或行政事业支出则抑制本地区经济增长[9]。按支出职能分类的研究表明，地方政府预算内支出、经济性支出和维持性支出不利于经济增长，而社会性支出则显著促进了经济增长[10]。基于上述研究，林建浩(2011)发现经济性支出竞争中的基建支出竞争无论短期还是长期均能显著促进经济增长，且这种竞争效应具有外溢性；科教文卫支出竞争短期内不能促进经济增长，长期则能显著促进经济增长[11]。进一步通过支出分类、构建空间杜宾模型的研究也表明，经济性支出竞争在短期内能促进经济增长，而社会性支出竞争在短期内显著抑制了地区经济增长[3]。随着计量经济学的快速发展，近年来相关研究的重点逐渐转向非线性模型领域。其中，邓明通过构建省际非线性面板数据模型进行研究发现，财政支出竞争与经济增长效率存在显著非线性关系，当支出竞争程度较小时，对财政支出展开竞争能促进经济增长；当支出竞争程度较高时，对财政支出展开竞争反而抑制经济增长[12]。进一步研究发现这种非线性关系在不同经济发展水平的地区依然存在，在经济较落后的地区，财政支出竞争抑制了地区经济增长，而在经济较发达的地区，财政支出竞争则促进了地区经济增长[13]。

通过文献梳理我们发现，现有研究主要是利用省级数据进行研究，而我国的地方政府竞争更多的是在市与县级政府之间展开，因此省级层面数据未必能反映地方政府间支出竞争全貌；其次，现有研究忽视了财政支出竞争短期内会带来支出压力，从而激发地方政府发行城投债等来为支出竞争进行融资，缓解支出压力，而且现有研究缺乏对其中可能存在的内在机制进行分析。最后，现有研究鲜有考虑地区经济发展水平在财政支出竞争对经济增长影响方面存在的差异，如果忽略这种差异可能会导致估计结果存在估计偏差。因此，通过对文献进行梳理对比发现，本文贡献主要包括以下几个方面：(1)作用机理与研究数据。为了厘清财政支出竞争影响经济增长作用机理，本文引入了城投债发行作为财政支出竞争对经济增长的作用机理进行了系统分析。研究数据方面，本文采用市级层面数据进行研究。与省级面板数据相比，市级层面数据一方面更能反映我国地方政府之间财政支出竞争的全貌，另一方面由于样本量更大，能得到更为精确稳健的估计结果。(2)研究方法。现有研究通常采用传统的面板数据模型来研究财政支出竞争对经济增长的影响，忽略了不同地区之间经济发展差异带来的影响，因而估计结果可能存在偏误。采用面板分位数模型能充分考虑不同的经济发展水平下财政支出竞争对城市经济增长影响的差异。(3)研究视角。本文基于财政压力视角研究了财政支出竞争对经济增长的影响机制，这是与以往研究文献的不同之处。

二、作用机理与理论假设

1994年的分税制改革解决了中央与地方之间收入分配问题，也形成了以GDP为中心的官员绩效考核机制。正是在这种激励机制作用下，催生了中国官员晋升锦标赛模式[14]。地方政府官员为了发展本地经济，获得晋升机会，开始不遗余力地使用各种财政工具来吸引经济资源。其中，税收竞争与财政支出竞争作为地方政府吸引经济资源的主要工具，在地方经济发展中发挥了重要的作用。前者主要是依靠税收优惠来吸引经济资源，而后者则是通过加大财政支出投入，改善投资环境来吸引经济资源。但是在当前地方政府支出规模越来越大的背景下，地方政府(特别是欠发达地区地方政府)如果通过税收竞争的方式展开竞争，很可能会在短期内造成地方财政赤字，加大财政支出风险，因此随着经济的发展和地方政府支出规模的扩大，地方政府之间的竞争逐步由税收竞争转向支出竞争。地方政府之间在开展财政支出竞争时，由于社会服务性支出短期内难以对经济增长产生拉动作用，因此为了短期内拉动经济增长，提高官员政绩，通常会选择通过压缩科教文卫等社会服务性支出的比例，增加基础设施支出比例的方式来调整财政支出结构，从而造成财政支出结构扭曲[4][15]。由于基础设施领域资金投入大，在地方政府财政收入一定的情况下，短期内会给地方政府带来财政压力。此时为了缓解支出竞争带来的财政压力，一方面地方政府会选择通过发展房地产等高税负行业来带动经济增长[16][17]。另一方面地方政府会以信用担保进行城投债的发行[18]，而且在经济发展水平越高的地方城投债发行规模越大[19]，从而为“蒂伯特竞争”提供资金援助，支撑本地基础设施发展和相关生产要素流入[18][20]，最终促进城市经济增长。综合上文关于财政支出竞争影响城市经济增长的作用机理相关阐述，我们提出如下两个研究假设：

假设1：地方政府之间的财政支出竞争对城市经济增长产生促进作用。

假设2：地方政府之间的财政支出竞争产生了财政支出压力，而城投债发行是缓解支出压力，进而拉动经济增长的传导渠道。

此外，地方政府之间的财政支出竞争可能会因为地区经济发展水平的差异而对经济增长产生不同程度的影响。在地方政府间不存在恶性财政支出竞争时，在经济发展水平越高的地区，由于地方财力相对雄厚，面临的财力约束较松，当地方政府展开财政支出竞争时，产生的地方财政支出压力较小，因此发行城投债能有效缓解财政支出压力。从而保证基础设施领域支出增长的同时还能确保民生领域(社保、教育、医疗等)支出不受“挤压”，使得民众幸福感得到提升，社会繁荣稳定，进一步促进经济发展水平的提高。另一方面，随着基础设施和投资环境的逐步完善，地方政府在竞争中吸引了大量经济资源流入的同时，地区产业(特别是金融、房地产、建筑业等高税收行业)得到大力发展，给地方政府带来大量税收收入，充实了地方政府财力，进一步拉动经济增长。相反，当经济欠发达地区的地方政府进引财政支出竞争时，由于其财政收入大量依靠上级政府的转移支付，自有财力相对薄弱，面临较紧的财力约束，导致短期内会产生较大的财政支出压力。因此，这些地方政府展开支出竞争时将大量的财政资金投入基础设施领域会“挤占”民生领域支出，激发社会矛盾，削弱财政支出竞争对经济增长的拉动作用。综合上述分析，进一步提出研究假设：

假设3：财政支出竞争在经济欠发达地区产生了较大的支出压力，在经济发达地区产生了较小的支出压力。

假设4：财政支出竞争对城市经济增长的促进效应在经济发展水平越高的地区越大，在经济发展水平越低的地区越小。

三、模型设定、变量选取与数据说明

(一)模型设定

Koenker和Bassett(1978)提出了“分位数回归”(quantile regression)很好地解决了回归结果易受极端值影响问题，为了得到较稳健的回归结果，分位数回归中使用残差绝对值的加权平均作为最小化的目标函数，故回归结果不易受极端值影响，较为稳健[21]。而且运用分位数回归计量方法，将有助于我们更好地发现经济发展水平的差异在地方政府间财政支出竞争对城市经济增长的不同影响，鉴于此，本文构建如下计量模型：

PGDPit=α0+α1Compeit+∑αjControlit+μi+νt+εit

(1)

式(1)中，PGDP为城市年末人均GDP，代表经济发展水平，后文还采用了城市GDP增长率进行稳健性检验；Compe为本文的核心解释变量——地方财政支出竞争水平；Control为控制变量；α0为截距项，系数α1是财政支出竞争回归系数，也是本文主要关心的系数，反映的是经济增长对地方政府财政支出竞争的反应弹性；αj为一系列控制变量回归系数，μi为地区固定效应，νt为时间固定效应，εit为残差项。其中i为286个地级及以上城市，t包含2008～2016年的时间区间。本文采用面板数据的Bootstrap的方法，使用自助法来计算分位数回归的标准误。

(二)变量选取

1.核心解释变量。本文借鉴傅勇、张晏(2007)的做法[4]，使用式(2)构建财政支出竞争指标(Compe)，具体计算公式如下：

(2)

式(2)中：Fiscalit为t年i地区总财政支出；Populationit为t年i地区总人口；Fiscalit/Populationit表示i地区t年的人均财政支出。Fiscalt为t年286个地级市的财政总支出；Populationt为t年286个地级市的总人口；Fiscalt/Populationt表示t年286个地级市的人均财政支出。因此，Compe是某一地区的人均财政支出与所有地区的人均财政支出之比。该地区的相对财政支出水平越高，即Compe越大，说明地方的财政支出竞争程度越高；反之，则越低。

2.控制变量。由于影响城市经济增长的因素众多，为了尽量避免遗漏变量导致的内生性问题，我们在借鉴现有研究文献基础上，选取如下控制变量：(1)产业结构(Struc)。三次产业对经济增长的贡献不同，因而有必要考虑其对经济增长的影响。(2)固定资产投资水平(Inves)。作为传统的拉动经济增长的“三驾马车”之一，投资是拉动经济增长的主要动力①。(3)对外开放水平(Open)。作为传统的拉动经济增长的“三驾马车”之一，其对经济增长的作用不容忽视。(4)金融规模水平(Finan)。主要反映企业的融资需求，因而势必也会影响经济增长。(5)人力资本水平(Human)。作为资本的两大要素之一，与物质资本一样，人力资本也会对经济增长产生影响。(6)消费水平(Consum)。消费作为拉动经济增长的传统“三驾马车”之一，对经济增长的影响不可忽视。(7)就业水平(Employ)。就业率作为劳动要素投入的衡量指标，是拉动经济增长的源泉之一。上述变量分别选取第二产业、第三产业增加值之和占城市GDP比重、全社会固定资产投资总额占城市GDP比重、FDI占GDP比重②、年末金融机构贷款余额占城市GDP比重、各城市高等学校在校生人数占总人口比重③、全社会消费品零售总额占城市GDP比重以及就业人数占年末总人口的比重作为衡量指标。此外，由于实际利用外资中的金额为美元，因此，本文依据国家外汇管理局年报中公布的人民币兑美元年均汇率，将实际利用外资金额换算成人民币价格。

3.其他变量。为了验证前文提出的假设以及后文扩展性分析的需要，本文还选取了额外的变量进行分析，主要选取了其余4个变量，分别为市委书记变更、市长变更、市委书记和市长同时变更以及城投债发行水平。其中市委书记变更、市长变更与市委书记和市长同时变更均为虚拟变量，市委书记变更和市长变更的虚拟变量定义如下：如果当年市委书记、市长变更则取值为1，否则取值为0；市委书记和市长同时变更的虚拟变量定义如下：如果当年市委书记和市长同时变更取值为1，如果只有市委书记、市长其中一个变更或两者均未变更则取值为0。城投债发行水平选取每个城市当年的发债金额占当年财政支出比重作为衡量指标。

(三)数据说明与描述性统计

考虑到2007年收支分类改革的影响，为了保证统计口径前后的一致，本文选取2008～2016年286个城市的年度面板数据作为样本，其中剔除了部分数据缺失程度较为严重的城市样本。各变量数据主要来源于EPS统计数据库、《中国城市统计年鉴》《中国财政统计年鉴》以及中经网统计数据库。其中年末常住总人口数据来自CEIC中国经济数据库，城投债数据来自Wind数据库，官员变更数据根据作者网络搜索整理得到。由于统计年鉴公布的GDP数据是名义GDP数据，因此本文采用2008年为基期的各省市CPI指数进行物价平减，采用消除物价变动后的实际GDP作为真实的地区经济发展水平指标，各变量的统计性描述结果如表1所示。

表1 变量描述性统计

四、实证检验与结果分析

(一)基准估计结果分析

在进行分位数回归之前，为了使分位数模型估计结果有一个良好的参照标准，我们首先进行Hausman检验，结果显示使用固定效应模型(FE)进行估计较合适，因此，首先通过固定效应模型进行估计，再通过面板分位数模型进一步分析，最后比较两者的异同。本文选择5个具有代表性的分位点10%、25%、50%、75%和90%，相关分析结果如表2所示。

表2 基准回归结果

注：(1)***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著(下表同)；(2)固定效应模型括号内为标准误，分位点回归结果括号内为通过bootstrap得出的标准误，bootstrap次数为400次(下表同)。(3)资料来源：使用Stata14.0软件估计得到。

表2的估计结果显示，无论是在固定效应模型还是面板分位数模型中，财政支出竞争回归系数均显著为正，且均通过了5%的显著性水平检验。说明地方政府间财政支出竞争促进了城市经济增长,直接印证了前文提出的假设1。进一步观察各分位数水平上财政支出竞争系数的变化趋势不难发现，财政支出竞争估计系数的浮动区间为[0.1799,0.6868]。与固定效应模型的回归结果相比，90%分位数水平上的估计系数的大小(0.6868)是固定效应模型中回归系数(0.2671)的两倍多。说明如果不考虑参数异质性，则会给估计结果带来较大的估计偏差，因此考虑参数的异质性是有必要的。此外，随着分位点的提高，估计系数呈现出逐渐增大的“直线型”上升趋势，说明对经济发展水平较高的城市而言，财政支出竞争对经济增长具有更大促进作用，这直接印证了前文提出的假设4。总体而言，财政支出竞争无论在固定效应模型还是分位数模型中均显著促进了城市经济增长④。

(二)传导机制检验结果分析

上述回归结果表明财政支出竞争促进了城市经济增长，且在经济发展水平越高的地区这种促进作用越明显。那么，财政支出竞争是如何促进经济增长的？换言之，财政支出竞争促进经济增长的作用机制是什么？在前文的理论假设部分我们提出了城投债发行渠道机制，因此，我们将对这种机制是否真正存在进行实证检验。

为了进一步验证前文提出的假设2，我们首先将城投债发行对财政支出竞争进行回归，以此来检验财政支出竞争是否促进了城投债发行；接下来我们将人均GDP对城投债发行进行回归，以此检验城投债发行是否促进了经济增长。如果财政支出竞争促进了城投债发行，城投债发行又促进了经济增长，则说明财政支出竞争通过城投债发行促进了经济增长，具体回归结果如表3-1和表3-2所示。

表3 传导机制检验结果

注：限于篇幅原因，上述回归结果均省略控制变量的估计结果(下表同)。

从表3-1的回归结果可以看出，财政支出竞争显著地促进了城投债发行，这与郑威等(2017)的研究结论一致[22]。说明财政支出竞争在产生财政支出压力的同时也会通过发行城投债来缓解支出压力。此外，财政支出竞争估计系数在经济欠发达地区较大，说明财政支出竞争在经济欠发达地区产生了较大的支出压力，验证了前文提出的假设3。表3-2的回归结果表明城投债发行拉动了经济增长，即财政支出竞争通过城投债发行缓解财政支出压力，进而拉动经济增长，这直接验证了前文提出的假设2。进一步从不同分位点的回归系数可以看出，在经济发达地区财政支出竞争通过城投债发行对经济增长的促进作用更大，这也进一步验证了假设4。

(三)异质性分析

1.城市规模异质性分析。考虑到现有城市规模等级体系和财政竞争体制，根据国发(2014)51号文件《关于调整城市规模划分标准的通知》中的城市规模划分标准，我们发现样本中的超大城市、中等城市以及小城市的样本量分别只有14个、7个和4个，样本量较小容易造成估计结果的误差，加上超大城市包含4个直辖市⑤，并且中小城市中有一些位于经济欠发达地区，其财政体制与一般地区存在较大差异，因此为了得到较为精确的估计结果，本文将上述样本予以剔除，最终将城市样本按规模分为特大城市、I型大城市、II型大城市3组⑥。根据上述分类方法，依次进行回归检验，具体回归结果如表4所示。

表4 城市规模异质性估计结果

从按城市规模分组的估计结果来看，无论固定效应模型还是分位数模型均显示财政支出竞争估计系数显著为正，且特大城市和I型大城市的财政支出竞争回归系数均通过了1%的显著性水平检验，II型大城市也均通过了5%的显著性水平检验。说明财政支出竞争对经济增长的影响在大城市之间并没有表现出本质性差异，不同规模大城市的财政支出竞争均促进了城市经济增长，同样证实了前文的结论。而且整体来看，这种促进作用在特大城市表现得更加明显。此外，从分位点回归结果可以看出，无论特大城市还是I型与II型大城市的财政支出竞争回归系数随着分位数水平的提高呈现出逐渐增大的趋势，与基准回归结果一致。此外，特大城市的财政支出竞争估计系数最大，其次为I型大城市，最小的为II型大城市。这是由于特大城市主要位于东部发达地区，基础设施较完善，投资环境好，对资本的吸引力较强。加上东部地区地方政府财力雄厚，有充足的财政资金参与地方政府间竞争。相反，I型和II型大城市主要位于中西部地区与东部较落后的地区，基础设施建设相对而言不完善，投资环境较差，对资源要素的吸引力有限，加上中西部地区地方政府财力受约束较紧，参与竞争的财政资金相对有限。因此，特大城市的财政支出竞争对城市经济增长的拉动作用大于I型和II型大城市。

2.区域异质性分析。由于我国国土面积大、东西跨度长，东、中、西部地区由于受地理位置等因素影响，导致在经济发展方面存在较大的发展差异。为了进一步考察区位因素给估计结果带来的影响，本文进一步分东、中、西部地区进行分析⑦，估计结果见表5。

表5 区域异质性估计结果

从表5的估计结果可以发现，财政支出竞争估计系数在固定效应模型与面板分位数模型中均显著为正，且至少通过5%的显著性水平。其中，东部地区财政支出竞争估计系数最大，其次为中部地区，最小的为西部地区，而且随着分位数水平的提高估计系数逐渐增大。说明在经济越发达的地区，财政支出竞争对经济增长的拉动作用越大，具体原因与城市规模异质性分析结果类似，此处不再赘述。

3.支出结构异质性分析。由于地区经济发展水平的差异，不同地区的财政支出结构也存在差异，因此，有必要按支出结构分类来进一步考察不同种类的财政支出竞争对经济增长的影响。众所周知，财政支出按职能划分可分为维持性支出、经济性支出以及社会性支出。由于维持性支出和经济性支出数据获取困难，因此，本文将财政支出分为社会性支出与非社会性支出，其中非社会性支出包括维持性支出与经济性支出，社会性支出包括科技支出、教育支出、社会保障支出、医疗卫生支出4类。通过支出结构分类进一步来研究财政支出竞争差异对城市经济增长的影响。此外，为考察支出结构在不同规模的城市对经济增长的影响差异，本文进一步按城市规模将样本分为特大城市、I型大城市、II型大城市(分类标准与上文相同)，并分别考察支出结构在上述3类城市样本中对经济增长的影响，具体回归结果如表6所示。

表6 支出结构异质性估计结果

从表6的回归结果可以看出，无论固定效应模型还是分位数回归模型，社会性支出竞争和非社会性支出竞争回归系数均在1%的显著性水平上显著为正，说明社会性支出竞争和非社会性支出竞争均显著促进了城市经济增长。其中，非社会性支出竞争回归系数明显大于社会性支出竞争回归系数，表明当前非社会性支出竞争对经济增长的拉动作用大于社会性支出竞争。这是因为非社会性支出中包含基础设施建设支出等经济性支出，能在短期内对经济增长产生拉动作用，而社会性支出中的教育支出与科技支出属于人力资本支出和研发投入支出。其中人力资本积累需要较长的时间，短期内难以对经济增长产生拉动作用，而研发投入是高风险投入，同样产生经济效益需要时间，因此短期内我们看到非社会性支出竞争对经济增长的拉动作用大于社会性支出竞争。此外，社会性支出竞争与非社会性支出竞争在特大城市对经济增长的拉动作用大于I型、II型大城市。说明社会性支出竞争在经济发达地区对经济增长的拉动作用更大，这是由于在经济发达地区更加重视对教育和科技支出的投入，因而对经济增长的拉动作用更大。同样，非社会性支出在经济发达地区对经济增长拉动作用大，这是由于在经济发达地区地方政府财力相对雄厚，地方政府为了赢得竞争优势，会将更多的财政资金投入到基础设施等生产性支出领域，从而表现为在发达地区非社会性支出竞争对经济增长的拉动作用更大。

(四)稳健性检验

1.被解释变量替代检验。本文选取了GDP增长率指标替代城市人均GDP进行稳健性检验，具体回归结果如表7-1所示。与基准回归结果一样，在固定效应模型和各分位数水平上财政支出竞争均显著促进了城市经济增长，且随着城市经济发展水平的提高，财政支出竞争对城市经济增长的促进作用逐渐增强，说明基准回归结果是稳健的。这说明相对于人均GDP而言，用城市GDP增长率来衡量经济增长是一个良好的替代指标。

表7 稳健性检验结果

注：限于篇幅，本表只报告了财政支出竞争指标的回归结果，其他回归结果可向作者索取(下同)。

2.离群值和异常值处理。通常在回归中难免会受到离群值和异常值的影响，但离群值和异常值对回归结果的影响可以通过分位数回归尽量加以避免。尽管如此，上述问题在本文选取的样本中依然存在，主要表现在：一是由于地区之间在资源禀赋、地理位置等方面存在差异，而这些差异通常会影响经济增长，从而削弱财政支出竞争与经济增长的直接关联，产生估计偏误。二是由于某些城市行政区位的变动导致经济增长存在结构突变点，从而扭曲财政支出竞争与经济增长的关系。三是如前文所述，北京、上海等直辖市与计划单列市的财政体制的特殊性⑧，使得这些城市的财政支出体制与其他城市相比存在差异，导致财政支出竞争对经济增长的作用机制也可能存在差异。鉴于此，为保证估计结果的准确性，本文将具有特殊财政体制的4个直辖市和5个计划单列市从样本中剔除，加上综合考虑其他欠发达地区边远城市财政体制的特殊性，共剔除异常样本34个，占总样本数11.89%，剩余252个城市样本。具体的样本回归结果如表7-2所示。

从表7-2的回归结果来看，财政支出竞争回归系数无论在固定效应模型还是分位数回归模型中均显著为正，且回归系数均通过了1%的显著性水平检验，系数估计值在[0.4596，1.0034]之间浮动。说明财政支出竞争促进了城市经济增长这一结论是稳健的，本文中异常值的存在对估计结果并没有造成实质性的影响。

3.潜在内生性问题。内生性问题一般来源是：一是遗漏变量导致的内生性；二是双向因果导致的内生性；三是测量误差导致的内生性。由于本文采用固定效应模型进行回归，因而遗漏变量导致的内生性可以得到一定程度的缓解，加上本文的样本为286个地级市样本，占全国334个地级市的85.63%，可以认为基本不存在测量误差。因此，本文的内生性问题可能来自双向因果，即财政支出竞争促进经济增长的同时，经济增长会反向影响财政支出竞争。为了尽可能减弱这种潜在的内生性，本文采用滞后一期的财政支出竞争作为工具变量进行工具变量面板分位数回归来确保估计结果的准确，具体回归结果见表7-3。从表7-3的回归结果可以看出，在考虑了内生性之后的估计结果与基准结果比较估计系数基本接近，Hausman检验结果也显示，工具变量面板分位数回归结果与基准结果没有显著不同，说明潜在内生性并没有给估计结果带来实质性影响，再次表明估计结果是稳健的。

五、拓展性分析：官员变更对估计结果的影响

大量国内外文献研究表明官员变更对经济增长产生影响[23][24][25]。众所周知，我国地方政府官员晋升具有“晋升锦标赛”的特点[15]，官员为了得到晋升必须完成任期内的GDP绩效考核任务，于是容易产生“短视行为”造成整体经济效率下滑，不利于地方经济持续增长[26]。

(一)市委书记变更对估计结果带来的影响

市委书记作为地方“一把手”在地方政府事务决策中具有较大的话语权，市委书记变更可能对经济增长产生影响。因此，市委书记的变更会促使新上任的市委书记尽快完成考核任务，容易产生“短视行为”，从而对经济增长产生影响大。为了检验上述逻辑，本文在基准回归模型中加入了财政支出竞争与市委书记变更交互项，以此来考察市委书记变更对估计结果的影响，具体估计结果见表8-1。

表8 拓展性分析估计结果

从表8-1的估计结果可以看出，在模型中加入交互项后并没有改变财政支出竞争对经济增长的影响，但交互项的估计系数在各分位数水平下均显著为负，表明财政支出竞争对经济增长影响的确因为市委书记的变更而发生变化。具体来说，市委书记变更降低了财政支出竞争对经济增长的促进作用，上述假设得以验证。此外，分位数模型回归结果显示，在经济发展水平越高的地区，交互项的回归系数越大，表明市委书记变更在经济发达地区对经济增长的抑制作用更大。这是由于在经济发达地区，政府官员获得晋升的概率更大，官员更容易产生“短视行为”，因此对经济持续增长的抑制作用更强。

(二)市长变更对估计结果的影响

市长作为地方主政的“二把手”，在地方经济发展决策中居于次要地位，一般情况下市长晋升是市委书记获得提拔后才有机会得到晋升，而且通常是顶替市委书记的位置。虽然通常情况下市长在发展本地经济过程中也会产生“短视行为”，但市委书记才是对地方经济发展起决定作用的人，因此财政支出竞争对经济增长的影响不会因市长变更而发生变化。为了检验上述假设，本文在基准回归模型中加入了财政支出竞争与市长变更交互项，以此来考察市长变更对估计结果的影响，具体估计结果见表8-2。从表8-2的回归结果可以看出，市长变更交互项为负，但不显著，上述假设得以验证。说明财政支出竞争对经济增长的影响没有因为市长变更而发生变化。

(三)市委书记和市长同时变更对估计结果的影响

由于前文只考察了市委书记或市长变更对估计结果的影响，为更全面考察官员变更对估计结果的影响，我们考虑市委书记和市长同时变更的情况。因此进一步在基准模型的基础上加入财政支出竞争与市委书记和市长同时变更的交互项，以此来考察市委书记和市长同时变更对估计结果的影响。表8-3报告了具体的估计结果，从中可以看出，加入交互项后，财政支出竞争系数依然显著为正，但交互项估计系数显著为负，表明市委书记和市长同时变更减弱了财政支出竞争对经济增长的促进作用。这是由于市委书记和市长同时变更导致地方新上任的市委书记和市长均有很强的动机发展本地经济，因此容易产生“短视行为”，对经济持续增长产生不利影响，削弱了财政支出竞争对经济增长的促进作用。

六、结论及政策建议

本文基于286个地级及以上城市2008～2016年的面板数据，采用面板分位数模型实证分析了财政支出竞争对城市经济增长的影响。本文研究结果证实如下结论：(1)无论在固定效应模型还是面板分位数模型中，财政支出竞争均显著地促进了城市经济增长，且在各个分位数水平上，城市财政支出竞争程度每提高1%，人均GDP在[0.1799,0.6868]之间浮动，但对于不同经济发展水平的城市而言，财政支出竞争对经济增长的促进作用存在显著差异，财政支出竞争对经济发展水平较高的城市产生的促进作用更大。(2)财政支出竞争产生了支出压力，且这种支出压力在经济欠发达地区更加明显。研究还表明城投债发行是缓解支出压力，进而促进城市经济增长的重要传导渠道。(3)分规模的回归结果中，特大城市财政支出竞争回归系数总体上大于I型和II型大城市；区域异质性回归结果表明，东部地区财政支出竞争对经济增长的拉动作用大于中西部地区；分支出类型的回归结果表明，非社会性支出竞争对城市经济增长的促进作用大于社会性支出竞争，而且在特大城市中社会性支出竞争和非社会性支出竞争对经济增长的促进作用大于大城市；采用变量替代、异常值剔除以及考虑内生性的稳健性检验均证实了财政支出竞争显著促进经济增长这一结论。(4)官员变更在财政支出竞争对城市经济增长的促进方面产生了重要的影响，其中发生市委书记变更或市委书记和市长同时变更的城市削弱了财政支出竞争对经济增长的促进作用，而在发生市长变更的城市则无影响。

基于上述研究结论，提出如下几点启示：(1)制定更加科学合理的绩效考核机制。虽然财政支出竞争促进了城市经济增长，但这种通过投资拉动的增长方式不可持续且容易带来产能过剩以及重复建设等问题。因此，应该制定更加科学合理的考核指标体系，摒弃过去以GDP论英雄的单一考核机制，确保经济发展由追求数量增长向追求质量增长转变。(2)进一步规范中央与地方财政关系。当前的中央与地方财政关系中，地方政府特别是省级以下地方政府承担了过多的财政支出责任，形成严重的事权与财权不匹配现象。本文研究发现地方政府为了依靠财政支出竞争来吸引资本流入，不得不通过发行城投债的方式来筹集竞争所需资金，以此拉动经济增长，但这容易加剧地方债务风险。因此，亟需进一步厘清中央与地方财政关系，明确划分事权与支出责任，以此来减轻地方政府的财政支出压力。(3)不断规范我国财政支出结构。在GDP考核机制下，地方官员会有强烈的支出动机来展开财政支出竞争，即为了拉动地区经济增长，更多的财政资金被投入到基础设施等生产性领域，挤压了民生领域支出，降低了居民福利水平，不利于社会稳定。此外，财政支出结构扭曲也是造成地方债务风险的重要原因，因此规范地方财政支出结构对化解地方政府债务风险具有重要的意义。

注释：

①由于资本存量的估计需要固定资本存量数据，相关数据获取困难，因此此处用固定资产投资水平作为替代变量。

②此处FDI为当年实际使用外资金额。

③此处总人口为年末总人口。

④限于篇幅原因，此处省略对控制变量的估计结果分析。

⑤直辖市的财政体制与一般地级市存在差异，主要表现为其财政收支均直接与中央挂钩，不受省级政府管辖。

⑥根据国发(2014)51号文件《关于调整城市规模划分标准的通知》，本文将城市规模分为5类，其中超大城市划分标准为城区常住人口1000万以上；特大城市划分标准为城区常住人口500～1000万；大城市划分标准为城区常住人口100～500万，其中100～300万人口的城市为II型大城市，300～500万人口的城市为I型大城市；中等城市划分标准为人口50～100万；小城市划分标准为城区常住人口50万以下，其中20～50万人口的城市为I型小城市，20万以下的城市为II型小城市。

⑦根据国家统计局的划分标准，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、山东、上海、浙江、江苏、福建、广东、海南；中部地区包括黑龙江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西；西部地区包括内蒙古、广西、陕西、青海、宁夏、甘肃、重庆、四川、贵州、云南、新疆。

⑧与直辖市的财政管理体制一样，计划单列市的财政收支均直接与中央挂钩，不受省级政府管辖。